光等,2015; 王定星,2016; 李鲁等,2016) 宏观层面的研究主要采用宏观经济数据来测算宏观 TFP, 并利用 TFP 分解法分离其中的要素配置效率以测度要素间的相对扭曲程度 ( 袁志刚等,2011; 王鹏等,2016), 此类研究更多的是分析跨期要素投入扭曲造成的资源错配问题微观层面的

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谓仰
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第２７卷第４期国情与区情２７年７月Ｖｏ２７Ｎｏ４Ｊｕ２７ＤＯＩ３９６９ｊｓｓｎ６７４８３２７４２企业异质性地区发展战略与资源错配来自中国工业企业层面的经验证据李跃北京师范大学经济与资源管理研究院北京８７５摘要资源错配的成因主要源自不同维度的企业异质性和地区发展战略的扭曲采用中国工业企业数据库数据利用Ｃ

1 第２７卷第４期国情与区情２７年７月Ｖｏ２７Ｎｏ４Ｊｕ２７ＤＯＩ３９６９ｊｓｓｎ６７４８３２７４２企业异质性地区发展战略与资源错配来自中国工业企业层面的经验证据李跃北京师范大学经济与资源管理研究院北京８７５摘要资源错配的成因主要源自不同维度的企业异质性和地区发展战略的扭曲采用中国工业企业数据库数据利用ＣＤ确定性前沿参数模型测算微观企业全要素生产率并用ＯＰ协方差法对各地区资源错配程度进行测度进而从微观企业异质性和地区发展战略两个层面分析我国资源错配的成因结果表明企业ＴＦＰ异质性主要与其市场结构垄断及规模经济所处地区城市和省份以及所有制等维度的差异有关地方政府违背比较优势的发展战略加剧了资源错配程度造成各地区５５２７的资源配置效率损失２８４５的全要素生产率损失以及２４８５的产出损失未来中国全要素生产率的提升应注重内部竞争优化同时要发挥政府因势利导的职能关键词企业异质性地区发展战略资源错配全要素生产率资源配置效率比较优势中图分类号Ｆ２Ｆ２２４文献标志码Ａ文章编号６７４８３２７４５收入陷阱的关键一引言市场不完全性会导致各种资源不能按照边际中国经济发展进入新常态经济增速由高速产出均等原则在企业间配置进而使资源无法从生换挡为中高速资源错配造成的生产率损失对经产率较低的部门流向更高的部门造成资源错配或济增长的约束效应凸显近年来对资源错配造成者资源配置效率低下资源错配的根源在于企业的全要素生产率ＴｏｔａＦａｃｔｏｒｐｒｏｄｕｃｔｖｔｙＴＦＰ损间要素流动障碍与企业异质性并存企业异质性失程度的研究逐渐增多王林辉和袁礼２４分析是指企业的多维度包括市场规模人力资本所认为资源错配导致中国２６左右的ＴＦＰ损失有权历史等异质特征Ｗａｇｎｅｒ２７ＤａｓｅｔａＪｏｅ和Ｈｕｇｏ２６研究认为该ＴＦＰ损失甚至高达２７Ｃｏｅｅｔａ２产业类别企业规模所有制４因此提升资源配置效率以扭正资源差异等均会造成企业ＴＦＰ横截面波动因而关于资错配是中国释放经济增长潜力并加快跨越中等源错配问题的研究多以企业异质性为理论前提杨收稿日期２７２２修回日期２７４２基金项目国家社会科学基金重大项目５ＺＤＡ５５中央高校基本科研业务费专项资金资助重点项目２２ＷＺＤ８作者简介李跃９８９男山东临沂人博士研究生在北京师范大学经济与资源管理研究院学习主要从事产业经济研究５

2 光等,2015; 王定星,2016; 李鲁等,2016) 宏观层面的研究主要采用宏观经济数据来测算宏观 TFP, 并利用 TFP 分解法分离其中的要素配置效率以测度要素间的相对扭曲程度 ( 袁志刚等,2011; 王鹏等,2016), 此类研究更多的是分析跨期要素投入扭曲造成的资源错配问题微观层面的研究则利用微观企业数据直接分析企业层面的 TFP 扭曲及其成因 ( 李静等,2012; 靳来群,2015) 国内研究主要针对企业异质性的某一维度分析资源错配成因, 如靳来群等 (2015) 采用中国制造业企业数据对所有制引致的资源错配进行分析, 认为行政垄断是导致资源错配的根本原因, 其中劳动要素错配带来的 TFP 损失约为 100%, 资本要素错配带来的 TFP 损失约为 50% 除企业各维度的异质性因素外, 还应考虑制度环境产业政策等宏观因素对资源配置的影响在中国特有的地方 GDP 锦标赛背景下, 地方政府可能违背比较优势发展战略, 通过政府干预手段, 出台各类产业政策引导生产要素更多地流入重工业或资源型产业以实现经济短期快速增长相关研究表明, 政府因素对企业发展的影响不容忽视, 如财政补贴金融歧视行业准入管制等 ( 韩剑等, 2014) 林毅夫(2012) 认为违背比较优势发展战略将造成要素市场扭曲进而引发资源错配然而, 现有的宏观研究更多的是分析资源错配程度及其变化趋势, 对资源错配相关因素的实证检验较少 ; 微观研究则主要分析各维度因素对企业 TFP 的影响, 宏观因素不在考虑范围之内宏微观分析衔接不够的原因在于没有恰当的测度方法将企业 TFP 与宏观加总 TFP 进行衔接 Oley 和 Pakes(1996) 建立了 OP 协方差法, 厘清了企业生产率与宏观加总 TFP 之间的关系, 使得行业和地区等中观层面资源错配问题的研究成为可能 ( 孙元元等,2015; 陈诗一等,2016) 综上所述, 国内关于资源错配问题的文献中鲜有针对不同维度企业异质性特征进行分析的研究, 而宏观层面的研究更多地关注融资约束所有制结构开放程度等制度因素对资源错配的影响, 对于地方政府行为及产业政策的影响研究较少有鉴于此, 本文首先采用基于 C D 生产函数的确定性前沿模型测算 2006 年中国工业企业全要素生产率, 通过不同维度的企业 TFP 异质性特征分析资源错配 106 的成因 ; 然后运用 OP 协方差法测算地区资源配置效率, 并引入地区发展战略变量建立宏观分析模型以探究地区比较优势发展战略偏离度对其资源错配的影响 ; 最后进一步采用 C D 生产函数和超越对数生产函数随机前沿模型进行稳健性检验本文通过各维度企业异质性特征分析资源错配的成因, 进而探讨地区发展战略违背比较优势对资源错配的加剧效应, 并对其造成的 TFP 和总产出损失进行初步测算, 衔接了微观分析与宏观分析, 充实和拓展了关于资源错配及其影响因素的相关研究二企业全要素生产率测算 1. 数据来源与处理中国工业企业数据库的统计信息在 2007 年前后差异较大, 现有研究通常只采用 2007 年之前的数据进行分析本文数据来自年中国工业企业数据库, 用以测算 2006 年中国工业企业横截面 TFP 虽然中国工业企业数据库信息量庞大, 但无效信息比重较大, 如鲁晓东和连玉君 (2012) 的研究中年的有效观测值只有个本文采用与相关研究相同的数据处理方法, 剔除重要指标存在异常数据的样本, 并通过跨期样本匹配删除数据信息不连贯的样本, 对个观测值处理后得到个有效观测值从表 1 的省际分布可以看出, 江苏省样本企业数量最多, 较少的为香港海南西藏 ( 这不代表实际企业区域分布情况 ) 2. 企业 TFP 测度方法与模型选取全要素生产率测度方法可分为前沿法和非前沿法, 微观企业 TFP 的测度主要采用前沿方法其中, 数据包络模型 (DEA) 是通过模拟生产可能性边界来测度相对全要素生产率, 而传统前沿参数模型通过估计生产函数来测度 TFP 本文选取参数法对生产函数进行估计并测算企业 TFP, 主要有以下考虑 : 一是以 DEA 测算的企业 TFP 相对值虽然能够反映企业异质性差异, 但经济含义不足 ( 取值范围与波动性较小 ), 单纯选取解释变量对 TFP 相对值进行回归会造成偏误 ; 二是无法衔接宏观 TFP 和资源配置效率, 而采用参数法对企业 TFP 进行测度后, 可通过协方差法进一步测算加总 TFP 及资源配置效率

3 表 1 样本企业省际分布情况 / 个省份企业数量省份企业数量省份企业数量省份企业数量北京 3185 湖北 3443 上海 5864 云南 1323 天津 1572 湖南 2247 江苏西藏 104 河北 5286 广东 8300 浙江陕西 1415 山西 2581 广西 1611 安徽 2371 甘肃 198 内蒙古 997 海南 82 福建 1066 青海 280 辽宁 4145 重庆 1267 江西 2145 宁夏 295 吉林 147 四川 5154 山东 7867 新疆 1112 黑龙江 2054 贵州 1241 河南 7045 香港 1 由于本文采用的是横截面数据, 而 OP LP GMM 等方法都是基于面板数据, 因此本文采用 OLS 法对 C D 生产函数模型进行估计采用该方法面临同时性与选择性偏差问题同时性偏差是由于企业可以观察到部分生产效率而导致残差项 (TFP) 与当期投资支出存在相关性而引发内生性问题, 进而影响生产要素弹性估计值 ; 选择性偏差是由企业市场进入退出的动态变化造成的, 下一期退出市场的企业当期 TFP 存在较大波动对于上述偏差的处理,Oley 和 Pakes(1996) 采取半参数估计法 (OP 法 ),Levinsohn 和 Petrin(2003) 以中间投入替代投资额改进传统的估计模型也削弱了偏差问题 (LP 法 ) 但这些方法适用于面板模型估计, 而本文采取横截面模型, 故处理偏差问题的方法有所不同, 具体为 : 首先, 依据企业代码进行两年的样本匹配, 并删除次年退出企业样本 ( 第二年为停业状态 ), 以此消除选择性偏差 ; 其次, 考虑到年龄越大的企业经验越丰富, 可识别的当期全要素生产率越高, 因此在前沿参数模型中加入企业年龄变量, 作为当期可识别 TFP 部分的代理变量, 通过剥离当期可识别 TFP 部分以减弱同时性偏差基于 C D 生产函数确定的前沿模型为 : lny_add i =αlnk i +βlnl i +κage i +ω i 进一步, 企业 TFP 可表示为 : TFP i =lny_add i -αlnk i -βlnl i 其中,ω i ~(0,μ 2 ) 为模型残差项, 包括随机干扰项和测度误差等因素 ;TFP i 为企业 i 的 TFP 值, 即技术管理企业家才能以及其他外部冲击对企业产出的综合贡献值 ;lny_add 为企业工业增加值,K 和 L 分别为企业当年劳动力数量 ( 企业从业人员数量 ) 和固定资本存量 ( 固定资产年末净值 ) 本文测算的劳动力和资本的要素产出弹性分别为和 0.499, 进而 TFP 对总产出贡献率为 33.5% 1 根据弹性估计结果进一步测算各企业 TFP( 数据量过大不再列出 ),OLS 回归结果见表 2 表 2 要素产出弹性估计结果变量系数标准差 t 值 P 值 95% 置信区间资本劳动企业年龄控制变量国内外诸多研究测算的中国 TFP 对总产出贡献率不同, 变动区间在 10%~40% 这主要与核算方法及样本的差异等因素有关本文基于中国工业企业样本加总资本存量和劳动力计算出资本和劳动产出, 再用要素产出弹性估计值进一步计算 TFP 对产出的贡献率 107

4 三微观分析 : 企业异质性与资源错配 1. 模型建立资源错配在企业层面表现为横截面 TFP 波动性增加, 这种波动性成因源自融资能力年龄所有制行业与地区等维度的企业异质性不同维度内的企业异质程度越高, 企业 TFP 差异越明显, 资源错配问题越严重通过对不同维度企业异质性特征与 TFP 相关性的分析, 可以对资源错配的成因进行初步考察在此建立微观企业 TFP 模型以分析各维度内的企业 TFP 差异特征, 模型如下 : tfp i =κ 1 finance i +κ 2 Age i +κ 3 Age 2 + i κ r DUM_industry+ κ s DUM_registor+ κ j DUM_city+ κ v DUM_province+μ i 其中,tfp 为企业全要素生产率 ;DUM_industry DUM_registor DUM_city DUM_province 为本文关注的企业异质性各维度虚拟变量, 分别为所属行业企业注册类型所在城市省份虚拟变量, 各虚拟变量细分项的回归结果呈现出行业所有制城市省份维度内的企业 TFP 异质性特征另外, 选取若干控制变量对影响企业 TFP 的因素进行控制, 其中 Age 为企业年龄, 考虑到企业生命周期内企业年龄与 TFP 可能存在非线性关系, 进一步引入企业年龄的二次项 ;finance 为企业融资约束, 以企业资产负债率衡量回归结果见表 3 表 3 微观企业 TFP 模型回归结果变量系数标准差 t 值 P 值 95% 置信区间企业融资约束企业年龄企业年龄平方维度虚拟变量 Yes 注 : 分别表示在 1% 5% 10% 水平下显著 2. 各维度的企业 TFP 异质性特征分析虚拟变量回归系数能够解释不同维度内的企业 TFP 差异如行业维度虚拟变量系数显著性越大的行业, 说明相关行业内企业 TFP 整体偏高, 而系数不显著的行业则没有表现出整体差异特征对各维度虚拟变量回归结果分析如下 : (1) 行业维度的企业 TFP 异质性特征行业类型虚拟变量回归结果表明,600 个细分行业虚拟变量中回归系数具有显著性的数量为 276 个企业 TFP 整体偏高的前十大行业为 : 稀有金属采矿业核力发电卷烟制造天然原油和天然气开采铁路机车车辆配件制造烟叶复烤铁路信号设备制造业其他能源发电稀有高熔点金属矿采选业铬矿采选业, 以上行业多具有行政垄断性质 ; 企业 TFP 整体偏低的前十大行业为 : 汞冶炼业铝矿采选锡冶炼农林牧渔仪器仪表制造业宝石玉石采选业钛矿采选业其他针织品及编织品制造实验室及医用消毒设备和器具的制造地毯挂毯制造假肢矫形器制造业, 以上行业均具有市场规模小的特征行业维度的企业 TFP 异质性特征见图 1 (2) 城市维度的企业 TFP 差异 349 个县级市及以上行政区域中回归系数显著的数量为 132 个其中企业 TFP 偏高的前十大城市为 : 泉州厦门漳州莆田四平玉溪五家渠大理威海和阿克苏 ; 企业 TFP 偏低的前十大城市为 : 恩施土家族苗族自治州荆州武汉宜昌黄石十堰荆门咸宁巴中和襄樊城市维度的企业 TFP 差异呈现地区趋同性, 如福建新疆地区的 TFP 偏高, 而湖北地区则整体偏低城市维度的企业 TFP 异质性特征见图 2 108

5 注 : 纵轴为行业序号, 横轴为回归系数图 1 行业维度虚拟变量显著性系数分布注 : 纵轴为城市序号, 横轴为回归系数图 2 城市维度虚拟变量显著性系数分布 (3) 省份虚拟变量回归结果 :31 个省份虚拟变量中回归系数显著的数量为 18 个 ; 较东部省份, 甘肃内蒙古西藏安徽青海贵州宁夏等中西部地区 TFP 明显较低 (4) 所有制虚拟变量回归结果 :23 个注册类型虚拟变量中, 国有企业国有联合企业国有独资企业国有与集体联合企业四类企业 TFP 显著偏低, 而其他的均不显著综上所述, 从行业维度看, 行政垄断及行业垄断导致相关企业 TFP 偏高, 而市场需求约束下的规模不经济导致相关行业企业 TFP 偏低 ; 从城市维度看, 企业的 TFP 差异与所在城市的地理位置人力资本水平以及政府效率有关, 不同地区的资本 ( 设备 ) 和劳动力质量存在差异, 反映出技术水平对总产出的贡献不同, 这是以往研究中容易被忽视的因素 ; 从地区维度看, 企业 TFP 的省际差异主要源于地理位置交通基础设施等的差异 ; 从所有制维度看, 国有企业的 TFP 整体偏低四宏观分析 : 地区发展战略与资源错配政府对经济的不当干预将会加剧市场失灵, 这是导致市场进入退出失衡不容忽视的因素偏离市场需求, 违背比较优势发展战略将造成要素市场扭曲进而引发资源错配因此, 地区违背比较优势 109

6 李跃企业异质性地区发展战略与资源错配发展战略程度越高资源错配程度越严重为分析区资源配置效率进行测度该方法认为企业规模与导致资源错配的地区发展战略层面的原因本文在全要素生产率应成正相关因此地区企业规模与全测度微观企业ＴＦＰ的基础采用ＯＰ协方差法测度省要素生产率协方差越大说明资源配置效率越高际资源配置效率同时采用参数法工具变量法测反之则说明存在资源错配问题根据ＯＰ协方差度地区比较优势发展战略偏离度进而建立计量模法加总ＴＦＰ在微观企业层面的分解表达式为型对上述理论预期进行检验ＴＦＰｓ ω ω ω ω ｓｓ其中ｓ为企业规模权重 ω为企业ＴＦＰ该式模型建立表明宏观ＴＦＰ由微观企业ＴＦＰ非均衡权重加总获ＴＳＰ κ κｔｃｉｎａｎｃｅＯＥ κ ２Ｆ κ ３Ｓｚｅ μ κ４ｓ得资源有效配置情况下企业规模与企业ＴＦＰ成正比即企业规模越大其ＴＦＰ值越高因此企业规其中ＴＳＰ为地区资源错配程度ＴＣＩ为地区比较优势发展战略偏离度Ｆｎａｎｃｅ为地区金融发展水平银行年末存款总额占地方ＧＤＰ比重ＳＯＥ为地区国民经济所有制结构国有企业工业总产值占比ｓｚｅ为地区企业规模中小企业工业总产值占比 μ 为随机扰动项核心变量的测度方法如下模与ＴＦＰ的协方差可以衡量资源配置效率协方差值越大的地区说明资源错配程度越低其表达式为依据ＯＰ协方差法对省际ＴＦＰ和ＴＳＰ进行测算并将结果绘制成图３以便直观展示各地区的数值表现可见加总ＴＦＰ与ＴＳＰ存在高度耦合性即资源配置效率越高的地区全要素生产率越高资源错配程度ＴＳＰ资源配置效率越高则资源错配程度越低故在此以资源配置效率衡量地区资源错配程度本文采用Ｏｅｙ和Ｐａｋｅｓ９９６建立的ＯＰ协方差法对地另外笔者用企业层面分解式估算ＴＳＰ对加总ＴＦＰ的贡献度结果为８５６说明资源配置效率对地区６加总ＴＦＰ的贡献度达到８５图３各样本地区的ＴＦＰ和ＴＳＰＴＳＰｓ ω ω ｓ

7 (2) 地区比较优势发展战略偏离度基于新结构经济学理论的研究多用技术选择 (TCI) 指数作为地区比较优势发展战略偏离度的测度指标 1, 但该指标存在两个问题 : 一是不同地区最优 TCI 指数的确定, 二是 TCI 指数的内生性问题, 陈斌开和林毅夫 (2013) 通过引入虚拟变量和工具变量予以解决由于本文进行宏观层面的资源错配问题分析时采用的是横截面模型, 样本数据不足使得控制变量可用数量有限, 残差项与解释变量之间的内生性风险增加因此, 本文直接采用工具变量法进行回归分析地区比较优势发展战略偏离度的工具变量选取, 以往研究引入三线建设概念, 即采用各地区省会城市离边界线最短距离作为工具变量 ( 陈斌开等,2013) 部分学者对此方法存在质疑的原因是三线建设无法完全解释所有违背比较优势发展战略的政府行为, 即只片面考虑了历史遗留因素笔者同样认为此方法存在不足, 忽视了对外贸易产业越发达地区的发展战略越符合国际比较优势的事实, 以及地理位置自然环境对重工业发展的约束性问题据此, 本文对工具变量选取进行调整, 识别违背比较优势发展战略可能性较低的地区并设该类地区的偏离度为 0, 该类地区主要有 : 战时极易受攻击的非三线重要地区, 包括北京天津黑龙江, 内蒙古 ; 地理位置偏远地区, 包括西藏海南 ; 改革开放前沿地区, 包括上海广东其他省份采用省会城市离上海香港两大国际港口最近距离的对数测度违背比较优势发展战略的程度, 主要有以下考虑 : 由于离国际港口越远, 交通成本对外贸产业发展的抑制作用越强, 在中国特有的地区 GDP 锦标赛驱使下, 越偏远的地区越倾向于采取违背比较优势的发展战略, 使得生产要素过度流入资源型部门或重工业部门, 进而导致资源错配地理距离采用中国地图进行测度, 具体结果见表 4 2. 回归结果分析模型 (1) 到 (6) 将控制变量逐一纳入基准模型进行回归分析, 以检验模型稳健性另外, 考虑到中小企业比重不同会造成资源配置效率波动, 故模型引入三种企业规模的控制变量 ( 中小型企业产值占比 Size 1 小型企业产值占比 Size 2 中型企业产值占比 Size 3 ), 以观察模型稳健性异方差检验 (HeteroscedasticityTest) 结果接收原假设, 说明不存在异方差分析结果表明, 各模型中 TCI 的系数均显著且正负性没有变化, 说明模型稳健性较高, 工具变量有效回归结果验证了地区违背比较优势发展战略会加剧资源错配程度的理论预期, 回归结果见表 5 回归结果表明,TCI 的回归系数稳定在左右根据前文估计结果校准资源配置效率 TFP 与总产出之间关系参数, 并根据表中各地区比较优势发展战略偏离度测算其造成的资源配置效率 TFP 以及总产出损失结果表明违背比较优势发展战略造成各地区 15.0%~52.7% 的资源配置效率损失 12.8%~45.1% 的 TFP 损失以及 2.4%~8.5% 的 GDP 损失, 测算结果详见表 6 表 4 各地区比较优势发展战略偏离度省份 TCI 省份 TCI 省份 TCI 省份 TCI 北京 0.00 上海 0.00 湖北 6.51 云南 5.52 天津 0.00 江苏 5.51 湖南 6.50 西藏 0.00 河北 6.89 浙江 3.69 广东 0.00 陕西 7.10 山西 7.00 安徽 5.98 广西 4.81 甘肃 7.44 内蒙古 0.00 福建 6.49 海南 0.00 青海 7.55 辽宁 7.08 江西 6.42 重庆 6.57 宁夏 7.38 吉林 7.27 山东 6.59 四川 7.21 新疆 7.76 黑龙江 0.00 河南 6.73 贵州林毅夫在新结构经济学中将 TCI 指数作为衡量地区发展战略选择指标,TCI it =(ATM it /LM it )/(GDP it /L it ) 其中 AMT 为制造业产值,LM 为制造业从业人数,GDP 和 L 分别为地区生产总值和总就业人数如果地区产业发展不能与同一时期本身所具备的要素禀赋决定的比较优势产业相符合, 那么 TCI 指数将较高如果发展战略向就业吸纳能力小的资本 ( 资源 ) 密集型制造业倾斜, 相对于其他情况下, 垄断利润政府补贴贷款和优惠政策会使得被扶持产业的运营成本降低, 增加值上升, 但产业吸纳劳动力能力没有显著提高, 导致 TCI 指数增加 111

8 表 5 资源配置模型回归结果变量模型 (1) 模型 (2) 模型 (3) 模型 (4) 模型 (5) 模型 (6) TCI (0.023) (0.023) (0.021) (0.021) (0.021) (0.021) finance (0.382) (0.340) (0.375) (0.346) (0.369) SOE (0.386) (0.415) (0.399) (0.440) Size (0.520) Size (1.302) Size (0.216) _cons (0.125) (0.302) (0.296) (0.501) (0.381) (0.301) R 注 : 分别表示 1% 5% 10% 水平下显著, 括号内为标准差表 6 各地区违背比较优势发展战略的资源配置效率 TFP 和产出损失省份 TSP 影响 TSP 贡献 TFP 贡献 GDP 贡献省份 TSP 影响 TSP 贡献 TFP 贡献 GDP 贡献北京 % 0.0% 0.0% 湖北 % -26.1% -4.9% 天津 % 0.0% 0.0% 湖南 % -25.3% -4.8% 河北 % -32.6% -6.2% 广东 % 0.0% 0.0% 山西 % -34.7% -6.6% 广西 % -21.4% -4.0% 内蒙古 % 0.0% 0.0% 海南 % 0.0% 0.0% 辽宁 % -28.2% -5.3% 重庆 % -33.0% -6.2% 吉林 % -45.1% -8.5% 四川 % -27.1% -5.1% 黑龙江 % 0.0% 0.0% 贵州 % -21.3% -4.0% 上海 % 0.0% 0.0% 云南 % -12.8% -2.4% 江苏 % -29.8% -5.6% 西藏 % 0.0% 0.0% 浙江 % -23.5% -4.4% 陕西 % -24.6% -4.6% 安徽 % -29.8% -5.6% 甘肃 % -44.5% -8.4% 福建 % -23.1% -4.4% 青海 % -24.0% -4.5% 江西 % -24.9% -4.7% 宁夏 % -27.7% -5.2% 山东 % -35.7% -6.7% 新疆 % -21.3% -4.0% 河南 % -33.4% -6.3% 112

9 五. 稳健性检验模型设定会影响企业 TFP 的测算结果随机前沿生产函数模型 (StochasticFrontierProduction Function) 在确定性生产函数模型的基础上提出了具有复合扰动项的随机边界模型, 其主要思想为随机扰动项 ε 应由 v 和 u 组成其中,v 是随机误差项, 是企业不能控制的影响因素, 具有随机性, 用来计算系统非效率 ;u 是技术损失误差项, 是企业可以控制的影响因素, 用来计算技术非效率另外, 考虑到超越对数生产函数放松了常替代弹性和中性技术进步的假设, 比 C-D 函数和 CES 函数更具灵活性, 能有效避免函数形式误设引发的估计偏误因此, 本文建立基于 C-D 和超越对数生产函数的随机前沿模型 (SFA) 重新估计企业 TFP 及其产出贡献率, 以检验分析模型变化的测算结果是否存在显著差异 C D 生产函数随机前沿模型为 : lny_add i =c+α 1 lnk i +α 2 lnl i +κage i -μ i +ν i 超越对数生产函数随机前沿模型为 : lny_add i =c+α 1 lnk i +α 2 lnl i +α (lnl i) 2 + α (lnk i) 2 +α 4 lnl i lnk i +κage i -μ i +ν i 同时对超越对数确定性前沿模型进行估计作为参照, 依据估计结果进一步计算得到各模型中 TFP 对企业产出的贡献率分别为 35.1%,49.8% 和 39 8% 1 由前文可知 C-D 确定性前沿模型测得 TFP 产出贡献率为 33.5%, 可见超越对数生产函数模型随机前沿模型测度的企业 TFP 及其产出贡献率高于 C-D 确定性前沿模型结果另外, 基于各模型计算的企业 TFP 重新测度了省际资源配置效率, 并估计地区比较优势发展战略偏离程度对地区资源配置效率的影响系数, 结果表明模型变动后地区 TCI 系数估计的正负性和显著性没有变化, 且负向影响程度略有上升, 地区违背比较优势发展战略造成的 TFP 及产出损失可能更大总体来说, 本文计算的 TFP 产出贡献率偏高的原因可能是样本筛选造成了选择性偏差具体结果见表 7 表 7 各模型参数估计及测算结果变量 C-D 随机前沿模型超越对数确定性前沿模型超越对数随机前沿模型 LnK (0.002) (0.011) (0.011) LnL (0.003) (0.016) (0.015) 1/2LnK 2 1/2LnL 2 lnklnl (0.002) (0.005) (0.003) (0.002) (0.004) (0.002) Lnage (0.003) (0.003) (0.003) TFP 产出贡献率 35.1% 49.5% 39.8% TCI 对 TSP 影响 (0.023) (0.029) (0.021) 注 : 分别表示 1% 5% 10% 水平下显著, 括号内为标准差 1 采用超越对数生产函数计算 TFP 对企业产出贡献率前, 需计算企业加总的 0.5(lnK) 2 0.5(lnL) 2 lnk lnl 与加总 lny_add 的比值, 分别为

10 六结论大量文献表明资源错配的成因源自不同维度的企业异质性和地区产业发展政策的扭曲本文采用年中国工业企业数据, 分别从微观的企业异质性特征和宏观的地区发展战略角度, 实证分析资源错配的原因以及地区违背比较优势发展战略造成的 TFP 和总产出损失从企业异质性看, 资源错配主要与企业的市场结构差异 ( 垄断及规模经济 ) 所处地区 ( 城市和省份 ) 以及所有制差异有关 : 行政垄断及行业垄断导致相关行业的企业 TFP 偏高, 而市场需求约束下的规模不经济导致相关行业的企业 TFP 偏低 ; 企业的 TFP 差异与所在城市和省区的地理位置人力资本水平基础设施以及政府效率有关 ; 国有企业的 TFP 整体偏低从地区发展战略看, 基于 C D 确定性前沿模型测度结果, 地区违背比较优势发展战略导致其 15.0% ~ 52 7% 的资源配置效率损失 12.8%~45.1% 的全要素生产率损失以及 2.4%~8.5% 的产出损失, 随机前沿模型测度的结果较确定性前沿模型更高资源错配问题存在于不同行业东部与中西部国有与非国有企业之间, 资源配置效率提升将是未来中国全要素生产率增长的动力源泉之一扭正资源错配局面应针对微观企业间资源错配的根源来制定宏观政策, 完善市场进入退出机制, 消除影响市场发挥资源配置作用的制度障碍, 如行业准入限制金融信贷歧视户籍制度等政府应加大国有企业改革力度, 在不造成国有经济损失的前提下提升国有企业生产效率, 创新国有企业内部激励措施, 优化委托代理机制地区违背比较优势发展战略会造成企业市场错入, 进一步加剧企业异质性程度和要素市场扭曲因此, 应进一步明确地方政府职能, 并构建能够因势利导的有为政府偏远地区由于企业交易成本过高等外部性问题使得其单纯依靠市场无法形成具有规模效应的要素集聚, 各地方政府竞争关系造成的市场分割虽然对我国经济增长具有一定的促进作用, 但也是地方采取违背比较优势发展战略的重要原因之一所以, 各地区政府应强化区域间合作关系, 依托一带一路建设, 为建立新型开放型经济提供跨行政区域的公共服务与基础设施 114 参考文献 : 陈斌开, 林毅夫发展战略城市化与中国城乡收入差距 [J]. 中国社会科学 (4): 陈诗一, 陈登科融资约束企业效率韧性与我国加总全要素生产率研究 [J]. 经济学报 ( 季刊 )(3):1 31. 靳来群所有制歧视所致金融资源错配程度分析 [J]. 经济学动态 (6): 靳来群, 林金忠, 丁诗诗行政垄断对所有制差异所致资源错配的影响 [J]. 中国工业经济 (4): 韩剑, 郑秋玲政府干预如何导致地区资源错配基于行业内和行业间错配的分解 [J]. 中国工业经济 (11): 李静, 彭飞, 毛德凤资源错配与中国工业企业全要素生产率 [J]. 财贸经济 (10): 李鲁, 王磊, 邓芳芳要素市场扭曲与企业间生产率差异 : 理论及实证 [J]. 财经研究 (9): 鲁晓东, 连玉君中国工业企业全要素生产率估计 : [J]. 经济学 ( 季刊 )(1): 林毅夫新结构经济学 : 反思经济发展与政策的理论框架 [M]. 北京 : 北京大学出版社. 孙元元, 张建清中国制造业省际间资源配置效率演化 : 二元边际的视角 [J]. 经济研究 (10): 王定星企业异质性市场化与生产率分布 [J]. 统计研究 (8): 王林辉, 袁礼资本错配会诱发全要素生产率损失吗 [J]. 统计研究 (8): 王鹏, 尤济红产业结构调整中的要素配置效率兼对结构红利假说的再检验 [J]. 经济学动态 (10): 杨光, 孙浦阳, 龚刚经济波动成本约束与资源配置 [J]. 经济研究 (2): 袁志刚, 解栋栋中国劳动力错配对 TFP 的影响分析 [J]. 经济研究 (7):4 17. COLE M,ELLIOTT J.2010.Firm heterogeneity,origin of ownershipandexportparticipation[j].worldeconomy,33 (2): DAS S,ROBERT M.2007.Marketentry costs,producer heterogeneityandexportdynamics[j].econometrica,75(3): JOEL M,HUGO A Information,misalocation and aggregate productivity[j]. The Quarterly Journal of Economics,131(2): LEVNSOHN J,PETRIN A Estimating production functionsusinginputstocontrolforunobservables[j].review ofeconomicstudies,70(2):

11 OLLEYS,PAKESA.1996.Thedynamicsofproductivityinthe telecommunicationequipmentindustry[j].econometrica,64 (6): WAGNERJ.2007.Exportsandproductivity:A surveyofthe evidencefrom firm leveldata[j].worldeconomy,30(1): EnterpriseHeterogeneity,RegionalDevelopment StrategyandResourcesMisalocation LIYue (SchoolofEconomicsandResourceManagement,BeijingNormalUniversity,Beijing100875,China) Abstract:Thecauseofresourcesmisalocationmainlyemanatesfromthedistortionofenterpriseheterogeneitywith diferentdimensionsandregionaldevelopmentstrategy.thispaperusesc Dtodeterminefrontierparametermodel tocalculatetotalfactorproductivityofenterprises,usesopcovariancemethodtocalculateresourcesmisalocation extentofdiferentregions,andfurtheranalyzesthecauseforchina sresourcesmisalocationfrom suchtwo perspectiveasenterpriseheterogeneityandregionaldevelopmentstrategy.theresultsshow thatthefirm TFP heterogeneityismainlycorelatedwiththediferencesinmarketstructure,regionaldiferencesandownership,and thatlocalgovernments'developmentstrategiesthatviolatethecomparativeadvantagesdeterioratesprovincial misalocation,leadingto15.0% 52.7% resourcesmisalocationlos,12.8% 45.1% oftfplosand2.4% 8.5% of GDPlosindiferentprovinces.China sfuturetfpimprovementshouldpayatentiontotheinternalcompetition optimizationandlettheguidingroleofthelocalgovernmentbeplayed. Keywords:firmheterogeneity;regionaldevelopmentstrategy;resourcesmisalocation;TFP;resourcesalocation eficiency;comparativeadvantage CLCnumber:F12;F224.0 Documentcode:A ArticleID: (2017) ( 编辑 : 夏冬 ) 殝檵檵檵檵檵檵檵檵檵檵檵檵檵檵檵檵檵檵檵檵檵殝声明本刊已许可中国学术期刊 ( 光盘版 ) 电子杂志社在中国知网及其系列数据库产品中以数字化方式复制汇编发行信息网络传播本刊全文 ; 同时, 本刊为国家哲学社会科学学术期刊数据库万方数字化期刊群中文科技期刊数据库科技论文在线超星数字图书馆国研网龙源期刊网教育阅读网博看网等数据库全文收录期刊 ( 其中国研网为选择性收录 ), 论文在本刊发表后将通过上述数据库传播文章凡经本刊选用, 即视为作者同意本刊代理该作品电子版的信息网络传播权, 并且本刊有权授权其他机构进行该作品电子版信息的网络传播作者向本刊提交文章发表的行为即视为同意本刊上述声明若作者不同意其作品收录入上述或其他数据库, 请在来稿时说明, 我们可做相应处理西部论坛编辑部殝檵檵檵檵檵檵檵檵檵檵檵檵檵檵檵檵檵檵檵檵檵檵檵檵檵檵檵檵檵檵檵檵檵檵檵檵檵檵檵檵檵檵檵檵檵檵檵檵檵檵檵檵檵檵檵檵檵檵檵檵檵檵檵檵檵檵檵檵檵檵檵檵檵檵檵檵檵檵檵檵檵檵檵檵檵檵檵檵檵檵檵檵檵檵檵檵檵檵檵檵檵檵檵檵檵檵檵檵檵殝 115

西南财经大学金融学院年各专业高考录取分数线省份年份专业科类批次最低分安徽北京金融学理科本科一批 639 金融学文科本科一批 626 金融学文史国家专项 620 金融工程理科本科一批 629 信用

西南财经大学金融学院年各专业高考录取分数线省份年份专业科类批次最低分安徽北京金融学理科本科一批 639 金融学文科本科一批 626 金融学文史国家专项 620 金融工程理科本科一批 629 信用西南财经大学金融学院 - 年各专业高考录取分数线省份年份专业科类批次最低分安徽北京金融学理科本科一批 639 金融学文科本科一批 626 金融学文史国家专项 620 金融工程理科本科一批 629 信用管理理科本科一批 634 金融学双语实验班理科本科一批 627 金融学双语实验班文科本科一批 626 金融学文科本科一批 613 金融学文史国家专项 601